中國收入分配不平等的成因基于非均衡動態(tài)模型的分析

中國收入分配不平等的成因基于非均衡動態(tài)模型的分析

一、功能性收入分配自1978年以來，中國經(jīng)濟(jì)快速增長。從1979年到2006年，gdp年均增長率為9.69%。一個發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)增長率約為2.3%。2然而,伴隨高增長,中國經(jīng)濟(jì)也同樣面臨許多問題,其中收入分配的不平等是最為突出的問題之一。針對中國收入分配的不平等問題,經(jīng)濟(jì)理論界已從各種角度進(jìn)行研究。但是總結(jié)已有研究,可以發(fā)現(xiàn),相當(dāng)一部分研究都是從國民收入在不同階層的分布出發(fā),利用一些可以量化的指標(biāo),如基尼系數(shù)等,來研究中國的收入分配問題。在本文中,我們將選擇從功能性收入分配的視角來研究這一問題。所謂功能性收入是指,生產(chǎn)要素所有者憑借其生產(chǎn)要素所取得的收入。按照這樣一種定義,功能性收入可以分為勞動所得的工資、土地所得的地租以及資本所得的利潤等。以個人收入為視角研究的是個人的收入差距,與此不同,功能性收入分配研究的是國民收入在工資、利潤和地租等之間的分配。因為,我們認(rèn)為,中國收入分配的不平等,在很大程度上表現(xiàn)為工資性收入占國民收入的比例越來越小,利潤所占比例越來越大。圖1給出了自1978年以來中國的工資性收入占國民收入的比例。1此外,通過對統(tǒng)計口徑的詳細(xì)分析,白重恩和錢震杰也在其研究中發(fā)現(xiàn),20世紀(jì)90年代以來國民收入中勞動收入所占比例降低,資本收入所占比例上升。2我們將借助龔剛、林毅夫所構(gòu)建的與當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的一個具有凱恩斯主義特征的非均衡動態(tài)模型,3討論為什么在中國工資性收入占國民收入的比例會越來越低,進(jìn)而通過數(shù)值模擬,得出中國工資性收入占國民收入比例下降的路徑,并將這一路徑與實際數(shù)據(jù)進(jìn)行比較。我們得出的基本結(jié)論如下。中國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下勞動力的無限供給,是導(dǎo)致工資性收入占國民收入比例下降的主要原因。由于勞動力供給的無限性,導(dǎo)致我國的勞動力工資長期維持在較低水平,并且對勞動力市場供求變化以及勞動生產(chǎn)率變化不敏感。于是,當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率越高,勞動生產(chǎn)率提高越快時,工資無法與之同步增長,從而工資性收入占國民收入的比例反而越低。本文其余部分安排如下:第二部分是文獻(xiàn)綜述;第三部分是對模型的簡單介紹;第四部分對模型進(jìn)行分析,考察工資性收入占國民收入比例的動態(tài)變化;第五部分是小結(jié)。二、文獻(xiàn)總結(jié)(一)從資本積累分析到經(jīng)濟(jì)分析的長期研究古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)把經(jīng)濟(jì)活動分為生產(chǎn)、交換、分配和消費四大部分,分配問題占有重要地位。在古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)家李嘉圖看來,“確立支配這種分配的法則,乃是政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的主要問題”。4古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)家大多是從功能性收入比例的視角來研究收入分配問題的。5在古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架下,李嘉圖和馬克思的收入分配理論影響較大。然而,他們的結(jié)論卻是完全相反的。李嘉圖認(rèn)為,土地的邊際生產(chǎn)力是遞減的,從而社會總產(chǎn)品的增速是遞減的。然而,每畝地的地租和每個工人的工資都是固定的。于是,當(dāng)社會發(fā)展到一定程度之后,社會總產(chǎn)品的增速趕不上地租總額和工資總額的增速。這就造成了社會總產(chǎn)品中地租性收入和勞動性收入所占比例越來越大,而利潤所占的比例越來越小,最后甚至為0,經(jīng)濟(jì)發(fā)展停滯。6與李嘉圖相反,馬克思是從資本積累的角度來分析收入分配問題的。馬克思認(rèn)為,資本家為了獲得超額利潤而提高生產(chǎn)技術(shù),這就導(dǎo)致了資本家把大量資本作為不變資本用來購買機(jī)器設(shè)備,而用于給工人發(fā)工資的可變資本所占的部分就越來越小,所以工資性收入占國民收入的比例會越來越低,工人階級陷入了相對貧困,甚至絕對貧困。7正因為如此,馬克思把資本積累過程稱之為兩極的積累:資本家在積累財富,而工人階級在積累貧困。在李嘉圖和馬克思之后,關(guān)于工資性收入在國民收入中所占比例的研究便成了經(jīng)濟(jì)學(xué)家們研究的熱點。以“邊際革命”為標(biāo)志的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為,資本和勞動力價格是由其邊際生產(chǎn)力所決定的,因此,生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)力是決定這種要素在國民收入中所占份額的關(guān)鍵。與新古典學(xué)派針鋒相對的凱恩斯主義新劍橋?qū)W派代表人瓊·羅賓遜夫人則摒棄了新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法,把有效需求理論用于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的長期分析。羅賓遜夫人認(rèn)為,消費品與投資品之間的比例決定了工資性收入和利潤性收入之間的比例:投資率越高,利潤占國民收入的比例越大,工資性收入所占比例就越小。8需要說明的是,我們也將得到與此相似的結(jié)論?？傊?功能性收入分配是古典政治經(jīng)濟(jì)學(xué)和新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)研究收入分配問題時的考察對象,正因為如此,對于功能性收入分配的研究事實上反映了不同經(jīng)濟(jì)學(xué)流派關(guān)于收入分配問題的基本觀點。(二)工資性收入占城鄉(xiāng)居民收入比重的發(fā)展趨勢從20世紀(jì)50年代起,基尼系數(shù)被更多地應(yīng)用于描述一個國家收入分配的不平等狀況,與此同時,庫茲涅茨的倒U型曲線成為收入分配領(lǐng)域研究的重點。9然而,基尼系數(shù)的出現(xiàn)并沒有使經(jīng)濟(jì)學(xué)家們完全放棄從功能性收入的視角來研究收入分配問題。例如,Johnson分析了美國100多年(1850—1952)功能性收入分配的變化情況,10Dholakia估計了印度20世紀(jì)60年代到90年代勞動、土地和資本性收入占國民收入的比例,11其他相似的研究有Gunes等。12事實上,即使從國際經(jīng)驗的比較看,按基尼系數(shù)衡量的倒U型庫茲涅茨曲線也同樣可以解釋為工資性收入占國民收入比例的正U型曲線。例如,Harrison的研究發(fā)現(xiàn),處于趕超中的發(fā)展中國家,工資性收入占國民收入的比例往往是下降的,而在發(fā)達(dá)國家,這一比例則逐漸上升。13Hofman研究了20世紀(jì)后半葉拉丁美洲國家工資性收入占國民收入比例的變化情況,發(fā)現(xiàn)這些處于趕超地位的拉丁美洲國家,工資性收入占國民收入的比例呈下降趨勢。14此外,庫茲涅茨曲線畢竟只是一種經(jīng)驗定理,仍然需要嚴(yán)格的理論解釋。目前國外的研究大多是從人力資本、職業(yè)選擇、資本累積及金融信貸機(jī)制等角度對庫茲涅茨曲線進(jìn)行理論解釋。15比如,Greenwood和Jovanovic認(rèn)為,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期,窮人由于初始財富較少而無法享受金融服務(wù),從而收入分配差距擴(kuò)大。然而,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,窮人跨過享受金融服務(wù)的門檻,收入分配差距將開始減小。16Li、Xie和Zou在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型的基礎(chǔ)上,研究了資本積累對收入分配的影響,他們認(rèn)為,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,資本不斷積累,從而資本的邊際收益遞減,收入分配不平等狀況將會得到緩解。17(三)關(guān)于地區(qū)增長方式和收入分配關(guān)于中國在其經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中所出現(xiàn)的收入分配問題,經(jīng)濟(jì)學(xué)家們從各種不同的視角提出了各自的觀點。一種解釋認(rèn)為,收入分配變化和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型有關(guān),改革開放使中國由計劃經(jīng)濟(jì)向社會主義市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型,這同時也改變了中國的利益分配機(jī)制,并進(jìn)而引起收入分配狀況的改變。這也是大多數(shù)學(xué)者持有的觀點。例如,盛洪認(rèn)為,一項新的制度安排同時也意味著新的利益分配方案,所以研究經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型成為了研究我國收入分配問題的核心。18邊燕杰和張新展通過1988年和1995年城市住戶收入調(diào)查的對比分析,探討了市場化改革對我國收入分配結(jié)構(gòu)的影響。19劉精明深入分析了我國市場化體制改革對于收入分配的影響,他認(rèn)為,在市場化改革進(jìn)行較為徹底的新興部門收入分配差距較大,而在國家規(guī)制較多的傳統(tǒng)部門由于人力資本的回報受到限制等原因,收入分配差距較小。20陳宗勝等以天津市為例考察了居民收入的來源,發(fā)現(xiàn)居民收入來源由過去的幾乎所有收入都來自國有企業(yè)和集體企業(yè)變成了現(xiàn)在相當(dāng)一部分人口開始從非公有制企業(yè)中獲得勞動收入,有的人開始大量獲得非勞動收入,所以居民收入分配狀況的變化是經(jīng)濟(jì)體制改革的結(jié)果。21Chen和Feng通過對中國29個省的經(jīng)驗分析認(rèn)為,私營企業(yè)、高等教育和國際貿(mào)易都能促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長,其中私營企業(yè)的比例是決定地方經(jīng)濟(jì)增長和地方收入分配的重要變量。22另一種解釋以林毅夫為代表,認(rèn)為上述問題的根本原因在于中國過去30年的增長方式并沒有完全遵循“比較優(yōu)勢”原則。在現(xiàn)實中,這表現(xiàn)為“漸進(jìn)式雙軌制改革尚未最終完成,為保護(hù)和補(bǔ)貼不具比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)中的國有企業(yè),政府仍然保留著對某些要素價格和資源配置的扭曲和干預(yù);另外,舊的趕超思想尚未徹底改變也導(dǎo)致了一些新的趕超”?？偠灾?“我們的政策是過于超前了”。23為了更好、更快地解決收入分配問題,中國應(yīng)該大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè),創(chuàng)造更多的就業(yè)。唯有如此,經(jīng)濟(jì)增長的成果才能為人們所分享,收入差距的擴(kuò)大才能得到控制?，F(xiàn)實中,中國臺灣地區(qū)和韓國等在其經(jīng)濟(jì)的追趕過程中并沒有出現(xiàn)明顯的庫茲涅茨現(xiàn)象。24例如,我國臺灣地區(qū)從1952年到1982年,年均經(jīng)濟(jì)增長率為8.7%,人均GNP從1130美元上升到3669美元,但收入分配差距不斷縮小,基尼系數(shù)從20世紀(jì)50年代的0.5下降到70年代的0.27,因而被西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界稱之為公平增長的典型。25在林毅夫等人看來,中國臺灣地區(qū)和韓國等在其經(jīng)濟(jì)的追趕過程中之所以沒有出現(xiàn)明顯的庫茲涅茨現(xiàn)象,其原因就在于他們更徹底地遵守了“比較優(yōu)勢”原則。顯然,這樣一種解釋是把就業(yè)問題和收入分配問題聯(lián)系在一起,即收入分配不平等的原因是一大部分人(如農(nóng)民)沒有獲得實質(zhì)的就業(yè)。此外,還有一部分學(xué)者從城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間和部門之間的差別來研究收入分配問題的不平等。例如,李實、趙人偉和張平分析了我國多層次的收入分配惡化趨勢,其中包括基尼系數(shù)擴(kuò)大與城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間和部門之間收入差距加大。究其原因,既包括如人力資本回報的提高等合理因素,也包括城鄉(xiāng)壁壘、地區(qū)保護(hù)或部門壟斷等不合理因素。26其他類似的研究還包括蔡昉、都陽和王美艷,蔡昉、王德文和張國慶,徐現(xiàn)祥和王海港以及Fleisher和Chen等。27需要說明的是,以上文獻(xiàn)大多是基于國民收入初次分配領(lǐng)域的研究,此外,還有學(xué)者從稅收的角度來研究我國收入分配的不平等,如李紹榮、耿瑩,劉怡、聶海峰和王弟海、龔六堂等。28從上述分析中我們可以看到,學(xué)者們對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的收入分配問題已經(jīng)從不同的角度進(jìn)行了解釋,然而,上述解釋大多忽略了發(fā)展中國家最基本的特點——二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下無限的剩余勞動力供給。我們認(rèn)為,如果庫茲涅茨曲線確實存在,如果發(fā)展中國家確實在其經(jīng)濟(jì)的追趕過程中出現(xiàn)收入分配問題,那么,從發(fā)展中國家最基本的特點入手來研究此問題就是不可或缺的。在本文的寫作過程中,我們欣喜地看到,李稻葵、劉霖林和王紅領(lǐng)也開始從工資性收入占國民收入(或GDP)比例的角度來研究中國的收入分配問題。29本文所采用的模型和他們有所不同。為了比較他們所用的模型與本文之不同,我們有必要對其進(jìn)行簡單介紹。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中有兩種生產(chǎn)方式:農(nóng)業(yè)和工業(yè)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為YA=AALαAAAαA,工業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為YI=AIK1-αIILαIIΙαΙ。這里,YA和YI分別為農(nóng)業(yè)和工業(yè)產(chǎn)量,LA和LI分別為農(nóng)業(yè)和工業(yè)勞動力,KI為工業(yè)資本。值得注意的是,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中并不包括資本,而這奠定了工業(yè)和農(nóng)業(yè)之間勞動力邊際產(chǎn)量之不同。盡管兩部門之間勞動力邊際產(chǎn)量有所不同,然而,由于勞動力市場的競爭,兩個部門勞動力工資則是相同的,都按農(nóng)業(yè)部門的邊際產(chǎn)量αAAALαA?1AAαA-1支付。于是,當(dāng)LA+LI=1時,我們可以得到全社會工資總額占GDP(即YA+YI)的比例ω為:ω=αAAALαA?1AAALαAA+AILαIIK1?αIIω=αAAALAαA-1AALAαA+AΙLΙαΙΚΙ1-αΙ可以推論,該比例ω將隨勞動力不斷地由農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移而先下降后上升。29盡管李稻葵、劉霖林和王紅領(lǐng)研究中的模型考察的是二元經(jīng)濟(jì)下的勞動力轉(zhuǎn)移,然而,其基本假設(shè)仍然是新古典的。例如,按照該模型,產(chǎn)量是由生產(chǎn)函數(shù)所決定的,這也同時意味著資源(包括勞動力和資本等)的充分利用,而這顯然無法完整地體現(xiàn)劉易斯關(guān)于二元經(jīng)濟(jì)下無限的剩余勞動力供給這一假設(shè)。30事實上,正如龔剛、林毅夫所指出的,新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論無法解釋當(dāng)前的中國經(jīng)濟(jì),中國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)社會只能是凱恩斯所設(shè)想的經(jīng)濟(jì)社會。31三、積極財政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)效益的解釋接下來,我們將介紹龔剛、林毅夫所構(gòu)建的與中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的宏觀動態(tài)模型。該模型曾被用于解釋中國經(jīng)濟(jì)的“縮長”,而類似的模型也被用于研究中國上一個經(jīng)濟(jì)周期中積極財政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)效益的影響。這里,我們將發(fā)現(xiàn)它也同樣可以被用于解釋中國收入分配的不平等。需要說明的是,該模型為一個具有凱恩斯主義特征的非均衡模型。它允許勞動力市場和產(chǎn)品市場的非均衡存在,與此同時,價格和工資的調(diào)整都是粘性的。由于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)和發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)特點,這種具有凱恩斯主義特征的宏觀動態(tài)模型更適合于研究中國的經(jīng)濟(jì)運行。32(一)貨幣供給增長率該模型由如下公式組成:Yt=θIt,θ>1(1)Ut=Yt/AKt-1,A>0(2)Kt+1=(1-d)Kt+It+1,d>0(3)It+1/Kt=ξi+ξuUt+ξm(mt-pt),ξu,ξm>0(4)wt=αw+αppt+αn(Nt?Nˉˉˉ)+αxxt,αp,αn,αx>0(5)wt=αw+αppt+αn(Νt-Νˉ)+αxxt,αp,αn,αx>0(5)pt=βp+βwwt+βu(Ut?Uˉˉˉ)?βxxt,βw,βu,βx>0(6)pt=βp+βwwt+βu(Ut-Uˉ)-βxxt,βw,βu,βx>0(6)mt?mt?1=πp(pˉ?pt?1)+πm(g?mt?1),πp,πm>0(7)mt-mt-1=πp(pˉ-pt-1)+πm(g-mt-1),πp,πm>0(7)其中:Yt為總產(chǎn)量GDP,t為表示時間的下標(biāo);It為投資;Kt為資本存量;Ut為生產(chǎn)能力利用率;mt為貨幣供給增長率;pt為通貨膨脹率(從而mt-pt為實際貨幣供給增長率);wt為名義工資增長率;xt為勞動生產(chǎn)率增長率;Nt為就業(yè)率。公式(1)為GDP,其中θ為乘數(shù)。在封閉經(jīng)濟(jì)中,如果產(chǎn)出由需求決定,那么產(chǎn)出的決定方程可以表示為Yt=Ct+It+Gt,其中,Ct和Gt分別代表私人消費和政府支出。不妨設(shè)Ct=c(Yt-τYt),Gt=τYt,其中,τ是稅率,c是消費傾向,很容易發(fā)現(xiàn),此時公式(1)中的θ可以寫成1/(1-c(1-τ))。公式(1)反映了凱恩斯理論體系下產(chǎn)量的決定過程,即產(chǎn)出由需求(而非生產(chǎn)函數(shù))決定,而需求的產(chǎn)生則可以表示為一個由投資帶動的乘數(shù)過程。33顯然,這和新古典體系下產(chǎn)量由生產(chǎn)函數(shù)決定的假設(shè)完全不同。與此同時,公式(1)也表明經(jīng)濟(jì)的波動主要由投資所驅(qū)動,而這已經(jīng)為大量的實證研究所證實。34公式(2)是關(guān)于生產(chǎn)能力利用率的定義,其中A為資本—產(chǎn)量比(或資本生產(chǎn)力),從而AKt-1就表示本期的潛在產(chǎn)出。本文的生產(chǎn)能力利用率被定義為實際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之比。公式(3)反映了資本存量的積累過程,其中d為折舊率。顯然,公式(1)—公式(3)都可以理解為定義式,而非行為方程。公式(4)為投資函數(shù)。該公式表明,投資取決于生產(chǎn)能力利用率和銀行系統(tǒng)所提供的貨幣供給(或貸款)。企業(yè)投資可以被看成是為了創(chuàng)造生產(chǎn)能力,以滿足因市場需求的增加而出現(xiàn)的生產(chǎn)能力不足。因此,它與總需求成正比,與現(xiàn)有生產(chǎn)能力成反比,或者說投資取決于生產(chǎn)能力利用率Ut。然而,企業(yè)投資也同樣受貨幣(貸款)供給的約束。這種約束在模型中反映為由國家宏觀調(diào)控所控制的貨幣供給增長率mt-pt。這里,我們想說明的是,這樣一個投資方程(即方程(4))可以從一個符合中國目前信貸體系的投資優(yōu)化模型中導(dǎo)出。公式(5)和公式(6)是工資和價格的雙重菲利普斯曲線。其中,NˉˉˉΝˉ和UˉˉˉUˉ可以分別被看做是Nt和Ut的一般狀態(tài),超過這一狀態(tài),名義工資增長率wt和通貨膨脹率pt就會加速。很顯然,這一對價格和工資動態(tài)過程的規(guī)定是基于相當(dāng)對稱的價格和工資上漲原因的假設(shè)之上的。一方面,兩者都受市場需求壓力的影響,這種影響分別由Ut?UˉˉˉUt-Uˉ和Nt?NˉˉˉΝt-Νˉ反映;另一方面,它們同時受公式右邊的pt、wt和xt衡量的成本影響。公式(7)是中央銀行的貨幣供給(或貸款發(fā)放)規(guī)則。眾所周知,中國政府每年會設(shè)定一個貨幣供給增長率指標(biāo)mt。這一指標(biāo)反映了政府通過給經(jīng)濟(jì)社會注入大量的貨幣來實現(xiàn)需求管理和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的雙重愿望。按照這一指標(biāo),有關(guān)部門將制定一系列的貸款計劃作為實現(xiàn)該指標(biāo)的主要工具。35現(xiàn)在我們考察政府是如何制定mt這一指標(biāo)的?？梢栽O(shè)想政府有一個穩(wěn)定(或長期)的貨幣供給增長率目標(biāo)g,同時又有一個短期通貨膨脹率目標(biāo)pˉpˉ。于是,公式(7)表明,貨幣供給的變化首先會對去年的通貨膨脹率是否高于目標(biāo)通貨膨脹率pˉpˉ作出反應(yīng)。其次,貨幣供給的變化也會對去年的實際貨幣供給是否低于長期目標(biāo)作出反應(yīng)。如果低于長期目標(biāo),貨幣供給的增長率就會上升。36(二)就業(yè)估計模型的殘差變動模型(1)—模型(7)包括4個關(guān)鍵的行為方程,即方程(4)—方程(7)。為了檢驗它們和中國經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性,龔剛、林毅夫采用了中國年度數(shù)據(jù)對這4個方程作了簡單回歸。37由于這些參數(shù)在我們隨后的分析中都要用到,我們在表1中列出了有關(guān)參數(shù)的估計值。38這里,需要特別說明以下幾點。本文假設(shè)投資方程的殘差服從AR(1)形式,ρ是殘差一階滯后項的回歸系數(shù)。工資方程(5)中αn的估計值接近0,且統(tǒng)計上不顯著,因此我們設(shè)αn=0。這說明在中國就業(yè)率Nt無法解釋名義工資的變化,而這恰恰反映了中國二元經(jīng)濟(jì)的特點。中國的就業(yè)率統(tǒng)計并不針對農(nóng)村人口,而農(nóng)村中又存在著大量的剩余勞動力,這使得中國的勞動力供給似乎是無限的?？紤]到農(nóng)村大量剩余勞動力情況下,我國的實際就業(yè)率長期處于低水平狀態(tài),從而αn不會顯著。此外,對于貨幣規(guī)則方程(7),我們首先將其轉(zhuǎn)化為如下形式:mt=κ0+κ1pt-1+κ2mt-1,其中,κ0=πppˉ+πmg,κ1=?πp,κ2=1?πmκ0=πppˉ+πmg,κ1=-πp,κ2=1-πm,然后進(jìn)行估計。由于中國建立現(xiàn)代統(tǒng)計制度較晚,與國際統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)接軌不久,所以相當(dāng)一部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為中國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不能反映中國經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實。以本案為例,中國的“工資”統(tǒng)計口徑確實過窄,然而,這種統(tǒng)計數(shù)據(jù)上的不準(zhǔn)確性并不影響我們的參數(shù)估計。(三)真實值與無信息化的估計在對參數(shù)進(jìn)行估計時,我們所使用的工資數(shù)據(jù)為名義工資增長率,這在一定程度上已經(jīng)消化了因工資統(tǒng)計口徑過窄所帶來的問題。事實上,如果我們假定統(tǒng)計的工資總額與實際的工資總額之間存在著較為穩(wěn)定的比例關(guān)系,則在計算名義工資增長率時因工資統(tǒng)計口徑過窄所帶來的問題就不復(fù)存在。然而,我們不得不承認(rèn)這樣一種穩(wěn)定的比例關(guān)系也許并不存在,從而對名義工資增長率的統(tǒng)計誤差仍然存在。本文中,我們將采用貝葉斯(Bayes)估計來檢驗存在工資統(tǒng)計不準(zhǔn)確的情況時,表1中參數(shù)的穩(wěn)健性。該方法主要來自于Amisano,其他相關(guān)文獻(xiàn)還包括Schorfheide,Smets和Wouters等。39假定統(tǒng)計數(shù)據(jù)的誤差可以表示為如下形式:ψt=ψRttR+δvt其中,ψt是觀測值,ψRttR是真實值,vt是產(chǎn)生誤差的“隱藏變量”(LatentVariable),它通過參數(shù)δ影響著數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。令η為先驗參數(shù)(如表1中所列出的參數(shù)),其統(tǒng)計分布的概率密度函數(shù)為f(η),這一分布也可以被稱之為先驗分布。所謂貝葉斯估計是指利用觀測值和先驗概率密度f(η)計算條件概率密度函數(shù)f(η|ψ,v),其所對應(yīng)的分布被稱為后驗分布。而所謂的檢驗則是將先驗概率分布f(η)和后驗概率分布f(η|ψ,v)進(jìn)行比較,如果兩者差別不大,則可以認(rèn)為給定參數(shù)η的先驗分布已經(jīng)包括了樣本中關(guān)于參數(shù)η真值的信息。另外,本文將對參數(shù)δ進(jìn)行無信息化,40并觀測δ的后驗分布的均值與0的接近程度,用以判斷誤差部分占統(tǒng)計數(shù)據(jù)的比例。如果所占比例不大,則可以認(rèn)為觀測值是對于真實值的一個良好的近似,通過觀測值得到的參數(shù)也是合理的。由于本案中我們主要檢驗“工資”的統(tǒng)計誤差是否會影響參數(shù)估計的穩(wěn)定性,而工資只出現(xiàn)在雙重菲利普斯曲線,即工資方程(5)和價格方程(6)中,因此,我們的待檢驗參數(shù)為αp、αx、βu、βw和βx(這里,我們不考慮常數(shù)項αw和βp),即η={αp,αx,βu,βw,βx}。由于它們都是OLS估計,因而都服從正態(tài)分布,其均值和標(biāo)準(zhǔn)差都已在表1中給出,41這使我們得到先驗概率密度函數(shù)f(η)。于是,按照Metropolis-Hastings算法,經(jīng)過10000次的模擬,我們得到如圖2所示的關(guān)于各待檢參數(shù)的先驗概率分布和后驗概率分布。圖2是待檢驗參數(shù)的先驗概率與后驗概率的分布圖,呈正態(tài)分布的圖形是參數(shù)的先驗分布,另一個是參數(shù)的后驗概率分布。通過比較可以發(fā)現(xiàn),這兩個分布形式是非常接近的,而且后驗概率分布大都出現(xiàn)在先驗概率的均值附近,這說明統(tǒng)計數(shù)據(jù)的誤差項對原有數(shù)據(jù)修正程度不大,這為我們隨后使用表1中的估計值(即先驗概率的均值)進(jìn)行分析提供了一定的可信度。另外,本文考慮待檢驗參數(shù)為η={αp,αx,βu,βw,βx,δ},其中δ服從一個均值為0,方差很大(例如10或100)的正態(tài)分布,所以可以視為δ已經(jīng)無信息化。多次進(jìn)行1000次Metropolis-Hastings算法的模擬可以發(fā)現(xiàn),δ的后驗分布的高概率區(qū)間在0附近(即方差較小),這說明不能顯著地認(rèn)為δ與0之間存在著巨大的差距,由此我們可以推斷誤差部分占統(tǒng)計數(shù)據(jù)的比例不大,由觀測值估計得到的參數(shù)具有合理性。四、工資收入占gdp的變化(一)ldt、ytxt函數(shù)接下來,我們將對模型進(jìn)行數(shù)理分析,以考察該模型所揭示的工資性收入占國民收入比重的變化路徑。令ωt為工資性收入占國民收入的比例,其數(shù)學(xué)表達(dá)式可以寫成:ωt=WtLdtPtYt(8)ωt=WtLtdΡtYt(8)其中,Wt和Pt分別表示工資水平和價格水平;Yt為實際GDP;Ldttd為對勞動力的需求,在勞動力無限供給情況下,它也同時等于實際所雇用的勞動力。按照原文,勞動力的需求函數(shù)可以表示為:Ldt=YtXt(9)Ltd=YtXt(9)其中,Xt表示勞動生產(chǎn)率。將公式(9)代入公式(8),我們得到:ωt=WtPtXt(10)ωt=WtΡtXt(10)對(10)式兩邊進(jìn)行對數(shù)線性化,我們可以得到如下關(guān)于ωt變化率的近似表達(dá)式:ω?t≈wt?pt?xt(11)ω^t≈wt-pt-xt(11)進(jìn)一步令it=It/Kt-1,從公式(1)和公式(2)可知:Ut=(θ/A)it(12)將公式(5)和公式(12)代入公式(6),我們得到42pt=α0+α1it+α2xt(13)其中,α0=βp+βwαw?βuUˉˉˉ1?βwαpα0=βp+βwαw-βuUˉ1-βwαp,α1=βuθ(1?βwαp)Aα1=βuθ(1-βwαp)A,α2=βwαx?βx1?βwαp(14)α2=βwαx-βx1-βwαp(14)再次將公式(5)和公式(13)代入公式(11),可以求得工資性收入占國民收入比例的變化率ω?tω^t與投資率it以及勞動生產(chǎn)率的增長率xt之間的關(guān)系:ω?t=φ0+φ1it+φ2xt(15)ω^t=φ0+φ1it+φ2xt(15)其中,φ0=[αw+(αp-1)α0],φ1=[(αp-1)α1],φ2=[(αp-1)α2+αx-1](16)這里,α0、α1和α2由公式(14)給出。(二):pxp公式(15)讓我們看到工資占GDP比例的變化率ω?tω^t通過參數(shù)φ1和φ2與投資率it和勞動生產(chǎn)率增長率xt相關(guān)。接下來,我們將討論參數(shù)φ1和φ2的取值。首先,如果我們把表1中的參數(shù)估計值代入,我們會發(fā)現(xiàn)φ1和φ2都為負(fù)值。這說明,投資率it和勞動生產(chǎn)率增長率xt越高,工資性收入占國民收入比例就會越低。由于it又直接和設(shè)備利用率Ut線性相關(guān),因此我們同時得到,經(jīng)濟(jì)越景氣(或投資率越高),工資性收入占國民收入的比例就會越低。43上述結(jié)論是建立在φ1和φ2都為負(fù)值的假定上的。盡管這與我們的參數(shù)估計相一致,然而它是否具有穩(wěn)健性?從公式(14)和公式(16)中可以看到,這事實上要求參數(shù)αp、βw、αx和βx的取值都在(0,1)之間,而這恰恰是相當(dāng)穩(wěn)健的。以αp為例,它表示工資變化對于價格變化的反應(yīng)。現(xiàn)實中,盡管工資有可能因物價的變化而變化,然而,這種變化既不可能同步,也不可能在程度上完全一致,因此我們有理由相信αp為小于1的正數(shù)。同樣的道理也適合于βw(即價格變化對工資變化的反應(yīng))、αx(即工資變化對于勞動生產(chǎn)率變化的反應(yīng))和βx(即價格變化對于勞動生產(chǎn)率變化的反應(yīng))。當(dāng)αp和βw都在(0,1)區(qū)間內(nèi)時,公式(14)和公式(16)讓我們首先得到α1為正值,從而φ1為負(fù)值。利用公式(14)和公式(16),φ2可進(jìn)一步寫成:φ2=(αp?αx)βw+(1?αp)βx+αx?11?βwαpφ2=(αp-αx)βw+(1-αp)βx+αx-11-βwαp由于αx-1是負(fù)值,而(αp-αx)βw與(1-αp)βx都是小數(shù)值的交積項,一般來說不影響符號的判斷,因此φ2在大多數(shù)情況下也是負(fù)值。為了進(jìn)一步支持我們的結(jié)論,我們同時考察了工資性收入占國民收入比例的變化率(即ω?t)ω^t)與勞動生產(chǎn)率的增長率(即xt)和GDP增長率(代表it)之間的相關(guān)系數(shù)(見表2)。44可以看到它們都為負(fù)值。需要說明的是,αp和αx的取值與經(jīng)濟(jì)社會是否存在著過剩勞動力有關(guān)。勞動力供給越是過剩,αp和αx的取值就可能會越小。現(xiàn)在我們?nèi)∷鼈冏畲罂赡艿臉O限值1,此種情況只有在勞動力短缺的條件下才可能發(fā)生?？梢园l(fā)現(xiàn),此時φ1和φ2都為0,即工資性收入占國民收入的比例就不會隨著投資率和勞動生產(chǎn)率的上升而下降。此外,如果勞動力供給不再過剩,工資率也將恢復(fù)對于勞動力供給的敏感性,從而公式(5)中的αN(Nt?Nˉˉˉ)αΝ(Νt-Νˉ)項也將進(jìn)入我們的模型,而這顯然也會改變我們的模型。45總結(jié)上述分析得到本文的結(jié)論:二元經(jīng)濟(jì)下勞動力市場的無限供給使得工資不僅無法對勞動力市場的供求關(guān)系進(jìn)行反應(yīng)(即αN為0),同時,勞動生產(chǎn)率和物價的變化對工資的影響也不夠敏感(即αp和αx較小)。這意味著當(dāng)存在著勞動生產(chǎn)率的提高或由投資帶動的經(jīng)濟(jì)增長及物價上漲時,工資的提高不夠顯著,從而由經(jīng)濟(jì)增長和勞動生產(chǎn)力提高所帶來的利益大部分轉(zhuǎn)化為利潤而非工資,于是,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,工資性收入占國民收入比例出現(xiàn)下降。(三)工資性收入占城鄉(xiāng)居民收入比重下降的路徑為了驗證上文所述的結(jié)論,在這一部分中,我們將對模型進(jìn)行數(shù)值模擬,以檢驗?zāi)M所得出的工資性收入占國民收入比例ω?tω^t是否與實際數(shù)據(jù)相符。模擬所用的動態(tài)系統(tǒng)包括公式(10)、公式(13)及以下公式:it=φ0+φ1it-1+φ2mt-1+φ3xt-1(17)mt=λ0+λ1it-1+λ2xt-1+λ3mt-1(18)wt=αw+αppt+αxxt(19)Wt=(1+wt)Wt-1(20)Pt=(1+pt)Pt-1(21)其中:φ0=ξi-ξmα0,φ1=ξu(θ/A)-ξmα1,φ2=ξm,φ3=-ξmα2,λ0=κ0+κ1α0,λ1=κ1α1,λ2=κ1α2,λ3=κ2這里,將公式(12)和公式(13)代入公式(4),得到公式(17);將公式(13)代入公式(7),得到公式(18);公式(19)來自于公式(5);46公式(20)和公式(21)則分別是工資和價格水平的定義。模擬所采用的參數(shù)基本上都來自于表1中的估計值。為了保證系統(tǒng)的穩(wěn)定性,我們參照龔剛、林毅夫的做法把ξu調(diào)整為0.3207,47初始值由1978年的實際數(shù)值構(gòu)成(見表3)。48另外,勞動生產(chǎn)率Xt則按照實際數(shù)據(jù)輸入。圖3給出了由模擬所得出的工資性收入占國民收入比例的下降路徑。從圖3中可以看出,當(dāng)我們把勞動生產(chǎn)率按實際數(shù)據(jù)輸入模型之后,我國的工資性收入在國民總收入中的比例確實在不斷下降,1979年該比例為70%,而到2006年則降到了30%左右